■ 黃禧 韋艷瑩 王多民

中國科學院大學經濟與管理學院 北京 100190

0 引言

2017年，黨的十九大提出了高質量發(fā)展的要求，全要素生產率（Total Factor Productivity,TFP）的提升是我國經濟轉型發(fā)展的關鍵。但是，因為中國市場制度不完善和經濟體制僵化等原因，企業(yè)資源配置效率偏低，導致中國企業(yè)TFP 普遍較低[1][2][3]。當前形勢下，提高資本配置效率是提高TFP 的關鍵，而提高資本配置效率離不開資本市場的有效支撐。資本市場開放是我國全面開放和深化金融體制改革的重要一環(huán)，2014年到2019年間，滬港通、深港通、把A 股納入摩根士丹利資本國際公司（MSCI）新興市場指數和滬倫通等一系列的資本市場開放舉措擴大了投資者的投資渠道，引入了國際資本，對資本的配置效率產了深刻影響?！吧罡弁ā敝干钲谧C券交易所和香港聯合交易所股票市場交易互聯互通機制，允許內地和香港投資者通過當地證券交易所買“深港通”標的股票。“深港通”于2016年12月正式開通，其主要目的是深化中國內地資本市場改革，促進中國內地資本市場進一步開放。深港通對中國內地投資者基本上沒有限制，面向所有港投資者開放，極大地放開了中國內地資本市場，吸引了大量的外來投資者。資本市場開放，一方面有可能會推動企業(yè)改善管理水平，緩解代理問題，提高企業(yè)投資效率[4][5][6]，從而提高企業(yè)TFP。另一方面，資本市場開放可能會加劇資本市場波動[7]，從而給企業(yè)造成不良影響[8][9][10]，導致企業(yè)TFP的下降。關于資本市場開放對企業(yè)影響的研究，主要局限于企業(yè)創(chuàng)新[11][12]、股價信息含量[13]、企業(yè)投資效率[6][14]、企業(yè)融資和風險承擔[9]、企業(yè)避稅[15]。深港通開通是我國資本市場開放的重要一步，研究深港通開通如何影響企業(yè)TFP，對促進我國經濟轉向高質量發(fā)展，具有重要意義。本研究利用深港通開通這一政策沖擊，構建雙重差分（Difference In Differences,DID）和傾向得分匹配法—雙重差分（Propensity Score Matching- Difference In Differences,PSM-DID）模型，研究資本市場開放對企業(yè)TFP 的影響，本研究主要的創(chuàng)新點在于揭示了“資本市場開放—投資效率提高—企業(yè)TFP 提升”影響路徑，擴展了資本市場開放對企業(yè)TFP影響的研究。

1 理論綜述和研究假設

資本配置效率是企業(yè)TFP 的重要影響因素[1][16][17][18]，投資效率是企業(yè)資本配置效率的重要表現，因而以企業(yè)投資效率為代表的資本配置效率是影響企業(yè)TFP 的關鍵因素[14][19][20]。一般情況下，企業(yè)會權衡邊際成本與邊際效益，分配資金進行投資，尋求企業(yè)效益最大化。有效率的投資能夠將企業(yè)人財物等資源和市場環(huán)境良好地結合在一起，促進企業(yè)TFP 的提高。但是，市場運行機制并不完美，存在信息不對稱和代理成本等因素的影響，導致企業(yè)無法做出最優(yōu)的投資決策，從而降低企業(yè)的投資效率，最終導致企業(yè)TFP下降。

在一個不完美的市場，企業(yè)投資效率受到企業(yè)獲取信息能力和代理問題嚴重程度的影響。Myers and Majluf[21]指出公司信息不對稱性會提高企業(yè)融資成本，導致投資資金短缺，從而引起企業(yè)投資不足。Jensen[22]指出，股東和經理人之間的代理問題，是導致了企業(yè)投資效率下降的重要原因。辛清泉等[23]、趙純祥和張敦力[24]研究指出，代理問題容易導致企業(yè)過度投資，導致企業(yè)投資效率下降。深港通開通會引入外資股東，境外投資者信息優(yōu)勢理論認為，來自發(fā)達國家的投資者由于受到成熟投資理念的影響，往往是理性的價值投資者，具有更加專業(yè)的信息搜集和處理能力，注重企業(yè)的長期價值[4]。因此，他們的投資決策過程會更能約束經理人的不當行為，緩解代理問題，改善企業(yè)的信息環(huán)境，從而提高企業(yè)的投資效率，最終作用于企業(yè)TFP[25]。企業(yè)信息環(huán)境是影響企業(yè)投資效率的重要因素，經理人會從股價中獲取有價值的信息為企業(yè)的決策提供參考[26]。財務報告質量越高，企業(yè)的投資效率越高[27]。作為理性的價值投資者，發(fā)達國家投資者在投資決策中會盡量避免信息不對稱程度高的企業(yè)[28]。為了吸引境外資金，企業(yè)管理者就會努力改善企業(yè)信息披露水平，降低內外部人的信息不對稱[5]。國外投資者專業(yè)的信息搜集和處理能力會促進資本市場對企業(yè)特質信息的理解，這可以限制經理人的不當行為，從而緩解代理問題，提高投資效率，最終提高企業(yè)TFP[14]。資本市場開放，引入發(fā)達國家的投資者有利于優(yōu)化資本市場投資者結構，提高企業(yè)的投資效率。所以，深港通開通可能會改善公司信息質量，提高公司管理水平，緩解代理成本問題，從而提升企業(yè)投資效率進而提高企業(yè)TFP[6][29]?；诖?，本研究提出以下假設：

假設H1a：深港通開通可以提高標的企業(yè)TFP。

假設H1b：深港通開通通過提高企業(yè)投資效率從而提高標的企業(yè)TFP。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據處理

本研究采用2012～202年A 股上市企業(yè)數據進行實證檢驗，深港通企業(yè)名單來自香港交易及結算所（港交所，Hong Kong Exchanges and Clearing Limited, HKEX）官網，其它數據來源于國泰安數據庫。對數據進行常規(guī)處理：（1）去掉金融類、ST企業(yè)和數據缺失的樣本。（2）滬港通已經于2014年11月開通，滬倫通于2019年6月開通，為了避免其影響控制組樣本，剔除2014～2020年已加入滬港倫通的企業(yè)樣本。（3）去掉2016年12月05日后深港通標的變動樣本。（4）對連續(xù)變量上下1%的winsor處理。

2.2 模型設定

PSM-DID 可以較好地解決內生性和樣本偏差問題[30]，因而本研究綜合借鑒郭曄等[31]、戴鵬毅等[20]的做法，采取PSM 和DID 相結合的方法，從而更準確評估深港通的開通對企業(yè)TFP的影響。

本研究基于DID方法的回歸模型設定如下：

基于PSM-DID 方法進行穩(wěn)健估計：

式（1）和（2）中，tfpit指i 企業(yè)第t年的TFP，是指匹配后的回歸模型treati指是否為深港通企業(yè)，是，取1，否則，取0；postt為深港通開通年份，2017～2020年（因為深港通于2016年12月5日才正式開通，所以2016年不算在開通年份）postt=1，2012～2016年postt=0。Xit為控制變量，μi為個體固定效應，indi代表行業(yè)固定效應，yeart代表時間固定效應，εit為隨機誤差項。

2.3 變量及主要變量的測度

2.3.1 測度企業(yè)TFP

本研究選擇LP 法測算企業(yè)TFP，根據Giannetti等[32]和錢雪松等[19]的做法，產出指標為營業(yè)收入，固定資產存量為固定資產凈值，勞動力投入為職工人數，中間投入以企業(yè)“購買商品、接受勞務支付的現金”測度，上述指標均取對數。最后，選擇FE 法測度的TFP 做穩(wěn)健性檢驗。

2.3.3 控制變量選取和變量定義

控制變量的選擇綜合參考鐘覃琳等[13]和Bennett等[33]的研究，本研究變量的具體定義如表1所示：

表1 變量符號和定義

2.3.2 投資效率的衡量

參考陳運森等[14]的研究，本研究通過如下模型來計算企業(yè)的非效率投資水平：

式(3)中，invest 為當年投資，營業(yè)變動（Groth）、負債（Loan）、現金比（Cash），Age 和Size 分別為上市年限、資產規(guī)模，Return 為股票年度回報。ind 為行業(yè)固定效應，year 是年度固定效應。通過對式(3)進行回歸，殘差μt即為投資效率，殘差μt＜0，為投資不足，殘差μt＞0，為投資過度。對殘差μt取絕對值得到投資效率，其越大則企業(yè)投資效率越低。

2.4 描述性統(tǒng)計

如表2 所示，一共有13930 個樣本。tfp_lp 為主要被解釋變量，基于LP 法測度的企業(yè)TFP，tfp_fe 是基于FE法測算的企業(yè)TFP，用于穩(wěn)健性檢驗。深港通標的企業(yè)變量treat 的平均數為0.325，說明樣本中有32.5%的公司是深港通標的企業(yè)。treat×post 平均數為0.159，說明樣本中既是深港通企業(yè)標的又是2016年后的企業(yè)占到15.9%，其他控制變量的大小也在合理區(qū)間。

表2 數據描述性統(tǒng)計

3 實證結果分析

3.1 DID回歸結果分析

為檢驗假設H1a，利用式（1）即DID 模型進行回歸，如表3 所示，第(1)列為沒有加入控制變量的DID 回歸結果，交互項treat×post 的系數為0.214，且在1%的水平上顯著；第（2）列為加入控制變量且只控制個體效應，交互項treat×post系數為0.201，在1%的水平上顯著；第（3）列為加入了控制變量，且控制了個體和時間效應，treat×post系數為0.046，在5%的水平上顯著；第（2）列和第（3）列的結果顯示，在控制了時間效應之后，交互項系數treat×post產生了比較大的變化，這表明時間效應對結果影響較大。第（4）列加入了控制變量，且控制了個體、時間和行業(yè)效應，treat×post 系數為0.047，在5%水平上顯著，這表明受深港通開通的影響，深港通標的企業(yè)TFP提高了。這些回歸結果表明深港通的實施提高了企業(yè)TFP，從而支持研究假說H1a，即資本市場開放可以提高企業(yè)TFP。

表3 DID回歸結果

3.2 穩(wěn)健性檢驗

3.2.1 基于PSM-DID 方法的檢驗

本研究為緩解深港通標的企業(yè)和其他控制組企業(yè)存在系統(tǒng)性差異而造成的樣本選擇偏差問題，利用PSM-DID 方法進行穩(wěn)健性檢驗。本研究采用核匹配法進行PSM 匹配，匹配指標為：企業(yè)總資產、企業(yè)營業(yè)收入增長率和上市年齡。

表4 的第（1）和第（2）列為式（1）即DID 模型的回歸結果，都控制了個體、時間和行業(yè)效應。其中第（1）列未增加控制變量，treat×post 回歸系數為0.214，在1%的水平上顯著為正；第（2）列加入了控制變量，treat×post回歸系數為0.047，在5%的水平上顯著為正。第（3）和（4）列為式（2）即PSM-DID模型的回歸結果，都控制了個體、時間和行業(yè)效應。第（3）列未加入控制變量，treat×post 回歸系數為0.216，且在1%的水平上顯著；第（4）列加入控制變量，treat×post 回歸系數為0.048，且在5%的水平上顯著?？梢钥闯觯诶肞SM-DID 方法進行回歸后，深港通開通依然顯著提高了標的企業(yè)的TFP，未加入控制變量的DID 模型treat×post 回歸系數和PSM-DID 模型treat×post 回歸系數分別為0.214 和0.216，加入控制變量后的DID 模型treat×post 回歸系數和PSM-DID 模型treat×post 回歸系數分別為0.047 和0.048，DID 和PSMDID 估計結果并無顯著差異，從而進一步支撐了本研究的實證結論，深港通提高了標的企業(yè)的TFP。

表4 DID和PSM-DID回歸結果

3.2.2 平行趨勢檢驗

為了檢驗深港通實施前深港通標的企業(yè)和非深港通標的企業(yè)TFP 變動是否具有相同的趨勢，借鑒戴鵬毅等[20]的做法，以2017年為界限，設置各年份與treat 的交乘項，深港通開通前3年treat 與年份的交乘項為：y2014，y2015，y2016，深港通開通當年2017年交乘項為：y2017，深港通開通后2年交乘項為：y2018，y2019，把這些交乘項代入式（1）和（2）進行平行趨勢檢驗。結果如表5所示，第（1）和第（2）列分別為式（1）和式（2）的回歸結果。結果顯示，深港通開通前y2014，y2015，y2016的回歸系數均不顯著，而深港通開通后y2017，y2018，y2019的交互項均至少在5%的水平上顯著為正。這表明，政策實施前，深港通標的企業(yè)和非深港通企業(yè)的TFP 變化具有相同的趨勢，政策實施后，與非深港通標的企業(yè)相比，深港通標的企業(yè)TFP 變動明顯，滿足平行趨勢，所以DID 和PSM-DID 的估計結果是可靠的。

表5 平衡趨勢檢驗

3.2.3 安慰劑檢驗

企業(yè)TFP 的變動有可能受到其他不可觀測因素的影響，參照Ferrara 和宋弘等的做法[34][35]，本研究采用了一個間接性的安慰劑檢驗。根據式（1）可以得出系數的表達式為：

式（4）中，W 包含了所有的控制變量、個體固定、時間固定和行業(yè)固定效應，γ 為未觀測因素對企業(yè)TFP 的影響，如果γ=0，則表明未觀測因素不會影響估計的結果，即估計結果是無偏估計，但是沒有辦法直接檢驗γ是否為零。 因此，如果能找到一個能夠替代treati×postt，而且該變量在理論上對被解釋變量不產生真實的影響，即β=0，此時如果估計出的，則可以推出γ=0。因此，本研究讓深港通開通對企業(yè)TFP 的影響變得隨機（由Stata 自動生成），從而產生一個錯誤的估計，再使這個過程重復800 次，從而產生800 個。如圖1 所示，800 次的隨機過程都集中分布在零的附近，因此可以反推γ=0，從而證明了未觀測因素幾乎不會對解釋結果產生影響，符合安慰劑檢驗的預期，進一步驗證了本研究估計結果的穩(wěn)健性。

圖1 安慰劑檢驗（的分布）

3.2.4 替換核心被解釋變量

用FE法測度的TFP替換掉LP法測度的TFP進行回歸，如表6 所示，第（1）和（2）列是式（1）即DID 模型的回歸結果，都控制了個體、時間和行業(yè)效應。其中，第（1）列未加入控制變量，treat×post 回歸結果為0.122，在1%的水平上顯著；第（2）列加入了控制變量，treat×post回歸結果為0.053，且在5%的水平上顯著。第（3）（4）列是式（2）即PSM-DID模型的回歸結果，都控制了個體、時間和行業(yè)效應。其中第（3）列未加入控制變量，treat×post 回歸結果為0.123，在1%的水平上顯著；第（4）列加入了控制變量，treat×post 回歸結果為0.053，在5%的水平上顯著。以上所有的回歸結果treat×post 回歸系數都是顯著為正。下面，結合LP 法測度TFP 的回歸結果進行分析。DID 模型中，加入所有控制變量，并且控制了個體、時間和行業(yè)效應后，LP 法treat×post 回歸系數為0.047，FE 法對應的treat×post回歸系數為0.053；PSM-DID模型中，加入所有控制變量，并且控制了個體、時間和行業(yè)效應后，LP法treat×post回歸系數為0.048，而FE法對應的系數為0.053。兩個方法測度的TFP 的treat×post 回歸系數都顯著為正，而且回歸系數很接近，這進一步說明了結果的穩(wěn)健性。這表明，深港通的開通提高了標的企業(yè)的TFP。

表6 用FE測度法測度企業(yè)全要素生產率的回歸結果

4 影響機制檢驗

前文已經證實了深港通的開通可以提高標的企業(yè)的TFP，本研究在理論分析中提出深港通開通通過影響企業(yè)投資效率從而影響企業(yè)的TFP，下面通過實證對假設H1b進行檢驗。

4.1 模型設定

為了驗證中介效應本研究借鑒溫忠麟的方法[36]，采用三步法進行驗證，設定模型如下：

第一組模型（DID模型）：

第二組模型（PSM-DID模型）：

其中，invest_effit代表企業(yè)投資效率，其他所有的變量定義都和式（1）和（2）一樣。第一組是DID 模型，第二組是經過PSM 匹配的PSM-DID 模型。以第一組模型為例。首先，看式（5），主要關注β1，如果β1顯著，說明深港通開通對標的企業(yè)TFP 有顯著影響，可以進行下一步檢驗。其次，看式（6）中的β1，如果β1顯著，則認為深港通開通對標的企業(yè)投資效率有顯著影響，可以進行下一步檢驗。最后，式（7）把主要解釋變量treati×postt和中介變量invest_effit放到模型中，如果式（7）的β1和β2都顯著，則說明主要解釋變量treati×postt對因變量tfpit的影響至少有一部分是通過中介變量invest_effit實現的。第二組模型是PSM-DID 模型，其機制檢驗原理與第一組模型一樣。

4.2 機制檢驗結果分析

結果如表7所示，第（1）（2）（3）列為DID模型的中介檢驗結果，第（4）（5）（6）列為PSM-DID 模型的中介檢驗結果，兩組模型都加入了控制變量，且都控制了個體、時間和行業(yè)效應。首先，看第（1）（4）列，分別是式（5）和式（8）的回歸結果，treat×post 的系數分別為0.047 和0.048，都為正，在5%的水平上顯著，說明“深港通”開通對標的企業(yè)TFP 有顯著影響，可以進行下一步檢驗。其次，看第（2）（5）列，分別是式（6）和式（9）的回歸結果，即考察深港通開通對企業(yè)投資效率的影響，兩個treat×post的系數都是-0.004，在1%的水平上顯著為負，說明深港通開通有效提高了企業(yè)投資效率，可以進行下一步的檢驗。最后，看第（3）和（6）列，分別是式（7）和式（10）的回歸結果。結果顯示，第（3）列和第（6）列treat×post的回歸系數分別為0.044 和0.046，系數均為正，且都在5%的水平上顯著；第（3）列和第（6）列invest_eff系數分別為-0.644和-0.643，系數均為負，且都在1%的水平上顯著。以上結果表明，投資效率作為中介效應成立，從而驗證了假設H1b。資本市場開放引入發(fā)達國家投資者能夠提高企業(yè)投資效率，從而提高企業(yè)的TFP。發(fā)達國家的投資者大多受到價值投資理念的熏陶，是理性的價值投資者，而且他們擁有較強的信息獲取和處理能力[4]，他們的投資決策過程會約束經理人的不當行為，緩解企業(yè)的代理問題和改善企業(yè)的信息環(huán)境，提高了企業(yè)的投資效率，從而提高TFP[25]。

表7 投資效率中介效應檢驗

5 結論、政策建議和展望

5.1 結論

本研究以2016年深港通的實施作為準自然實驗，構建DID 和PSM-DID 模型，選取2012～2020年A 股上市公司的數據，檢驗了資本市場開放對企業(yè)TFP 的影響，并探討了影響的路徑，研究成果如下：（1）確定了深港通的開通提高了標的企業(yè)的TFP，即驗證了資本市場開放能夠促進企業(yè)TFP 的增長。（2）揭示了“資本市場開放—企業(yè)投資效率提高—企業(yè)TFP 提升”的傳導機制，即資本市場開放是通過提高企業(yè)的投資效率從而提高企業(yè)TFP。本研究具有一定的貢獻：（1）證明了資本市場開放能夠推動企業(yè)TFP 的發(fā)展，為我國資本市場開放與經濟發(fā)展轉型的研究提供了新的證據。（2）探索出了資本市場影響企業(yè)TFP 的一條新路徑，擴展了資本市場影響企業(yè)TFP的理論研究。

5.2 政策建議

我國資本市場在不斷改革發(fā)展中，本研究證實了我國資本市場開放政策的有效性。我國經濟處于轉型期，提高企業(yè)TFP 是我國經濟轉向高質量發(fā)展的關鍵，高效的資本配置效率是提升企業(yè)TFP 的重要因素。本研究表明，資本市場開放能夠推動我國經濟發(fā)展轉型，促進我國經濟轉向高質量發(fā)展?；谝陨涎芯拷Y論，提出如下的政策建議：（1）我國應該繼續(xù)穩(wěn)步推動國門開放，不斷加大資本市場開放力度，優(yōu)化資源配置效率，推動企業(yè)發(fā)展壯大，促進實體經濟的增長。（2）企業(yè)應該抓住機遇，不斷適應資本市場開放的潮流，加入市場化的大潮，在資本市場開放的趨勢下不斷創(chuàng)新，提高管理水平，提高企業(yè)的TFP，這樣才能在激烈的市場競爭中發(fā)展壯大。（3）資本市場開放有可能對資本市場造成一定的消極影響，如可能引起資本市場的波動，增加企業(yè)市場風險等問題[7]，對此，我國在推動資本市場開放的同時，應該出臺配套政策，完善法律法規(guī)，加強執(zhí)法力度，打擊危害資本市場的違法行為。

5.3 展望

現有的研究表明，資本市場開放可以提高企業(yè)創(chuàng)新、企業(yè)投資效率和企業(yè)TFP 等。但是，其中絕大多數都是基于上市企業(yè)的研究，這就可能導致某些結論不適用于非上市企業(yè)。首先，顯而易見的是，相對于非上市企業(yè)，上市企業(yè)更容易受到資本市場的影響，受到資本市場正向影響時，就更有利于其拓展業(yè)務，占領更多的市場份額，這可能意味著會侵占非上市企業(yè)的市場份額，擠壓非上市企業(yè)的生存空間，不利于非上市企業(yè)的發(fā)展。其次，有學者研究指出，資本市場開放可能引起資本市場的波動，增加企業(yè)市場風險等問題[7]，上市企業(yè)大多是中大型的企業(yè)，有比較強的抵抗外部沖擊的能力，而非上市企業(yè)大多數是中小微型企業(yè)，風險抵御能力相對較低，受資本市場負向沖擊的影響時，由于其抵御風險的能力不足，就會導致企業(yè)發(fā)展受到影響。目前，學界關于資本市場開放對非上市企業(yè)影響的研究甚少，下一步應該拓展到對非上市企業(yè)的研究，探討其影響的機理，以完善相關理論，并提出相關的政策建議，為中小微型企業(yè)的發(fā)展保駕護航。